외환위기전후의 KOSPI200 지수선물시장 투자자별영향분석*s-space.snu.ac.kr/bitstream/10371/43460/1/01고봉찬외... · 2019-04-29 · 외환위기전후의kospi200

외환위기 전후의 KOSPI200 지수선물시장

투자자별 향분석*

고 봉 찬***

김 희***

1997년말 외환위기 당시 한국 주식시장이 경험한 규모 주가하락의 진원에 하여 흔히 외국인 투자

자의 규모 주식매도를 꼽지만, 선행 연구들에 의하면 이러한 외국인의 매도세력의 향이 그리 크지

않았음을 보이고 있다. 다만 외국인 투자자들이 국내 선물시장을 통하여 현물 주식시장을 불안정하게 할

수 있다는 가능성에 해서는 아직 직접적인 검증결과가 전무한 상황이다. 이에 본 연구에서는 국내 선

물시장의 거래활동을 외국인, 기관, 개인으로 나누어 각 투자자별로 현물시장에 미친 향을 심층 분석

하고자 한다. 선물시장의 투자자별 가격공헌도를 측정하여 이를 현물시장과 함께 VAR 분석을 수행한 결

과, 외환위기 당시 선물시장의 하락에 가장 큰 기여를 한 것은 개인투자자이며, 외국인 투자자의 기여도

는 미미한 수준이며 외환위기 전후에 따라 큰 변동이 없었다. 기관투자자의 선물 가격공헌도는 외환위기

기간에 오히려 감소하 으며, 선물 가격공헌도를 통한 현물시장에의 향력은 외환위기 이전에 비하여

감소한 것으로 분석되었다.

I. 서 론

1997년말 한국 주식시장이 경험한 규모 주가하락은 같은 해 아시아 각국이 경험

한 금융시장 위기의 표적인 예로서, 당시의 금융위기 진원과 책임 소재를 놓고 다

양한 견해가 제시되어 왔다. 특히 외국인 투자자에 한 책임소재 공방은 금융시장

經 � , 37 卷 4 (2003年 12 )

1

*본 연구는 서울 학교 경 학 경 연구소의 연구비 지원에 의하여 수행되었음.

**서울 학교 경 학 교수

***한국산업은행

세계화를 반 하는 입장의 주요 논거로 활용된다는 점에서뿐만 아니라, 어느 한 그룹

의 시장 참가자에게 금융위기의 책임을 전가하는 것이 과연 정당한가라는 점에서도

그 진위를 평가하는 것은 중요한 의미를 갖는다.

Choe, Kho and Stulz(1999)는 1997년말 한국의 외환위기 당시 외국인 투자자의 주

식거래가 주식시장을 불안정하게 하거나 규모 주가하락을 초래했다는 증거를 찾을

수 없다고 밝혔다. 그러나 1987년 10월 Black Monday 때 미국 뉴욕 증시의 폭락과

정에서 경험하 듯이 현물 주식시장과 접하게 연계되어 있는 선물시장의 연쇄반응

이 주가 폭락과정을 가속화시킬 수 있음을 보았다. 따라서 한국 주식시장의 급락 과

정에서도 과연 현물 주식시장과 접하게 연계되어 있는 선물시장이 어떠한 역할을

하 으며 이 과정에서 외국인 투자자의 역할은 어떠하 는지를 밝힐 필요가 있다.

Ghysels and Seon(2000)은 한국의 외환위기 기간 중 선물시장에서 외국인 투자자의

추종거래(positive feedback trading)와 군집현상(herding)이 강화되었다는 점을 근거로

선물시장 내에서 외국인 투자자가 중요한 향력을 행사하 다고 지적하 지만, 외

국인 투자자의 선물거래가 현물 주식시장에 어떠한 향을 주었는가에 해서는 구

체적인 분석이 제시되지 않고 있다. 따라서 본 논문에서는 외환위기 당시 현선물시장

간의 관계에 한 보다 정교한 분석을 수행하고, 외국인 투자자가 외환위기 당시에

선물거래를 통하여 주식시장을 교란시켰는가를 검증하고자 한다.

본 논문의 구성은 다음과 같다. 제II장에서는 현선물시장간의 관계에 한 기존 논

문과 투자자별 거래 활동의 결과로 나타나는 가격변동 공헌도분석과 관련된 기존 연

구내용을 소개한다. 제III장에서는 분석 상 데이터의 소개와 1997년 외환위기 전후

의 현선물시장의 일반적인 통계량을 분석하며, 제IV장에서는 KOSPI200 지수선물시

장에서 투자자별 가격공헌도를 분석한다. 제V장에서는 IV장에서 분석한 내용을 바탕

으로 각 투자자별 선물거래 활동이 현물시장에 미친 향을 VAR 분석을 통해 알아

보고, 마지막으로 제VI장에서 결론을 제시한다.

2 經 � , 37 卷 4

II. 현선물 동학과 가격공헌도에 관한 기존 연구

1. 현선물 동학

효율적인 자본시장에서는 새로운 정보가 현물시장에 뿐만 아니라 그를 기초자산으

로 하는 선물시장에도 동시에 반 되어야 한다. 그러나 선물시장의 풍부한 유동성과

적은 거래비용, 공매도의 용이성 등은 선물시장이 현물시장을 선행할 수 있게 하는

중요한 요인이 되고 있으며, 또한 현물 주가지수 구성종목의 불빈번거래(infrequent

trading)와 현물 주가지수 발표시점까지의 시간적 지연 등과 같은 기술적 요인들도 선

물시장이 현물시장보다 더 효율적으로 가격발견기능을 수행하게 하는 요인으로 꼽히

고 있다[Harris, 1989; Tse, 1999].

선물의 이론가격모형으로서 보유비용모형(cost of carry model)에 의하면, 현선물 간

의 차익거래기회가 존재하지 않기 위해서는 선물가격과 현물지수는 보유비용 및 배

당수익률 등을 고려하여 일정한 범위 내의 베이시스를 유지하며 변화하게 된다. 즉

현물시장과 선물시장은 물리적으로는 분리되어 있지만 실질적으로는 하나의 시장을

형성하고 있는 것으로 볼 수 있으며, 서로 장기균형관계를 유지하고 수렴토록 하는

자동적인 오차수정 메커니즘이 시장 내에 존재한다고 볼 수 있다[Stoll and Whaley,

1990; Kleidon and Whaley, 1992]. 따라서 선물시장에서의 거래활동은 이러한 현선물

간의 자동적인 오차수정 메커니즘에 의하여 현물시장에 향을 주게 된다. 이처럼 선

물지수의 선행성과 오차수정 메커니즘을 고려하여 외환위기 동안에 현선물 시장에서

경험한 규모의 가격하락에 한 진원을 파악하고자, 본 연구에서는 투자자별로 선

물거래 활동이 현물시장에 미친 향을 분석하도록 한다.

2. 추종거래와 가격공헌도

시장을 불안정하게 하는 투자자의 거래유형으로서 추종거래(positive feedback

trading)가 자주 지적된다. 이것은 가격이 오를 때 따라서 사고 내릴 때 따라서 파는

거래유형으로서, 이론적으로 주식의 시장가격을 본원적인 가치로부터 이탈시켜 시장

고봉찬∙김�희 3

을 불안정하게 하는 효과를 가지는 것으로 알려져 있다[De Long, Shleifer, Summers,

and Waldmann, 1990]. 이러한 투자전략을 구사하는 투자자는 가격에 한 과거추세

가 앞으로 계속 이어질 것이라는 기 감(extrapolative expectations)을 바탕으로 하고

있으며, stop-loss orders(가격이 일정 수준 이하로 하락하면 자동으로 최우선 호가에

매도하도록 하는 주문) 또는 마진 콜에 의한 강제청산, 포트폴리오 인슈어런스 투자

전략 등을 사용하는 경우에도 나타날 수 있다. Ghysels and Seon(2000)은 한국의 97년

말 외환위기 당시 투자자별 가격형성 주문불균형(price-setting order imbalance)을 측

정하여 외국인이 선물시장에서 추종거래를 하 음을 보이고, 이러한 사실을 근거로

외국인의 선물거래가 현물시장을 불안정하게 하 다고 결론지었다. 그러나 단순히

선물시장에서 외국인의 추종거래활동을 발견하 다는 것만으로 외국인의 선물 거래

활동이 현물시장을 불안정화시켰다고 단정지을 수는 없다. 특히 현물 지수가 급등락

하는 시기의 추종거래는 경제 전반에 한 정보나 기 에 반응하여 이루어질 수도 있

기 때문에, Choe, Kho, and Stulz(1999)가 보여준 것처럼 추종거래자가 반드시 시장을

불안정하게 한다고 단정할 수는 없다.1)

이러한 관계를 정확히 측정하기 위해서는 선물시장에서 투자자별 거래활동이 선물

가격 변화에 기여한 정도를 정확히 측정할 수 있는 측정치가 필요하며, 그리고 이것

이 현물 주식시장에 어떠한 향을 주었는지 분석해야 한다. 즉 외국인이 선물시장에

서 추종거래를 하 다 하더라도, 현선물가격의 형성과 변화에 크게 향을 주지 못했

다면, 외국인의 선물거래가 외환위기 당시의 현물시장을 불안정하게 한 것으로 결론

지을 수 없다. 따라서 본 논문에서는 좀더 정확한 향관계 파악을 위해 97년 외환위

기 전후에 기관, 개인, 외국인별로 선물시장에서의 가격공헌도(price contribution)를

측정하고, 이것이 현물지수의 급등락에 어떠한 향을 주었는가를 벡터자기회귀모형

(VAR: vector autoregression)을 사용하여 분석하고 있다. 본 연구에서 사용하는 가격공

헌도 측정치는 Barclay and Warner(1993)에 의하여 최초로 제시된 것으로서, 규모

거래자가 정보 누출을 방지하기 위하여 거래주문을 소량으로 나누어 내는 경향이 있

다는 은닉거래(stealth trading)가설을 검증하는데 사용되었다. 그 후 Chakravarty

4 經 � , 37 卷 4

1) Karolyi(1999)도 1997년 아시아 금융위기 당시 일본 주식시장에서 외국인의 현물 순매수 거래

활동이 주가에 유의적인 향을 주지 않았음을 VAR 모형을 이용하여 보이고 있다.

(2001)는 Barclay and Warner의 방법을 이용하여 중규모의 거래가 가격변화에 가장 큰

향을 미쳤음을 보임으로써 은닉거래가설을 지지하 다. 또한 Cao, Ghysels and

Hatheway(2000)는 NASDAQ에서 개장 전 호가접수시간 동안에 딜러가 가격발견 기

능을 수행하고 있다는 것을 가격공헌도를 측정하여 보여주었다.

III. 실증분석 결과

1. 분석 자료의 구성과 특성

본 논문에서 분석하고 있는 현선물자료는 IFB/KSE 선물옵션 거래자료를 이용하

으며, 표본기간은 현물지수가 급락하기 시작한 1997년 9월을 중심으로 전후 10개월

을 포함하는 1996년 11월 1일부터 1998년 6월 30일까지의 총 485 거래일로 하 다.

분석 상자료는 표본기간 동안 거래된 총 7개의 KOSPI200 지수선물 최근월물로 하

으며, 선물 만기일효과를 제거하기 위하여 만기일이 포함된 주일에는 그 다음 최근

월물로 롤오버하여 분석하 다.2)

표본기간 동안 현물 주식거래는 평일 오전 9시 30분~11시 30분, 오후 1시~3시,

오후 3시 10분~3시 40분에 이루어졌으며, 이 중 오후 2시 50분~3시까지는 장 마감

동시호가시간으로 거래가 없으며, 오후 3시 10분~3시 40분은 장 마감 후 종가로 거

래되는 시간외거래이다. 선물거래는 평일 오전 9시 30분~11시 30분, 오후 1시~3시

15분에 이루어졌는데, 마지막 10분 동안에는 장 마감 동시호가시간으로 거래가 없으

며, 현물거래와 달리 장 마감 후 시간외거래는 없다(현선물시장 모두 토요일에는 오

후장이 없었음). 이와 같은 이유로 일중 거래자료 분석에서는 현선물의 거래시간이

일치하지 않는 마지막 25분을 제거하여 평일 2시 50분과 토요일 11시 20분까지의 거

래자료를 이용하여 분석을 수행하 으며, 일별 거래자료 분석에서는 현물수익률을

구할 수 있는 오후 3시까지의 거래자료를 이용하 다. 또한 선물시장 개장 직전인 오


2) KOSPI200 지수선물의 만기일은 3월, 6월, 9월, 12월의 둘째 주 목요일이며, 표본 기간에 거

래된 최근월물 7개의 만기일은 각각 96/12/12, 97/3/13, 97/6/12, 97/9/11, 97/12/11,98/3/12, 98/6/11이다.

전 8시~9시 30분까지 접수된 동시호가는 단일가로 체결되므로 가격공헌도 측정에

향을 주지 않기 때문에 이러한 체결자료는 VAR분석에서 제외하 다.

실증분석에 사용된 현선물의 수익률은 일중 분석에서는 거래시간을 5분 간격으로

나누어 매 구간의 마지막 선물거래의 선물가격과 이 때의 분 단위 KOSPI200 현물지

수를 이용하여 각각 로그수익률로 계산하 으며, 일별 거래자료 분석에서는 현물거

래시간을 고려하여 오후 3시 직전 마지막 선물거래의 선물가격과 이 때 관찰된 분 단

위 KOSPI200 현물지수를 사용하여 각각 로그수익률로 계산하 다. IFB/KSE 선물옵

션 거래자료는 일중에 발생한 모든 거래에 해 거래시간, 가격, 체결수량, 주문수량

뿐만 아니라 투자자 유형에 한 정보를 담고 있기 때문에 본 논문에서는 이 정보를

이용하여 투자자를 기관, 개인, 외국인으로 분류하여 각 투자자별 일별 및 일중 매

수∙매도량과 가격공헌도를 구하 다.

<표 1>은 분석 상자료의 기초통계량을 보여주고 있는데, 외환위기 이전에 비하여

외환위기 기간에 현물지수(KOSPI200지수)와 선물가격 모두 평균 약 20포인트 정도

가 하락하 고, 수익률의 표준편차도 2배 정도 증가하여, 이 기간에 시장의 하향 불

안정화 현상이 있었음을 확인할 수 있다. 특히 개인의 선물거래가 크게 증가하여 최

거래자가 된 반면 외국인의 선물거래량도 2배 이상 증가하기는 하 으나 전체 거

래량 중에서 차지하는 비중이 5% 미만으로서 거래량 자체로 보면 외국인의 선물거래

가 현물시장에 향을 주기에는 개인이나 기관의 거래량에 비해 상 적으로 적었음

을 알 수 있다. 순매수량을 보면 평균적으로 기관이 외환위기 이전의 순매수에서 외

환위기 기간 중에 순매도로 전환하 고 개인은 최 순매수자가 되었다. 특히 외국인

은 거래량이 상 적으로 작음에도 불구하고 외환위기 기간 중에 평균적으로 최 순

매도자가 됨으로써 선물시장의 하락에 어느 정도 향을 주었을 가능성을 내포하고

있다.

[그림 1]은 표본기간 동안 투자자별 일별 순매수량을 누적하여 계산한 누적순매수

량의 추이를 보여주고 있다. 외국인의 경우 일별 거래량 비중이 작음에도 불구하고

현물지수가 급락하기 시작한 97년 10월부터는 누적순매수량이 매도로 전환되어 98년

1월 말 이후부터는 누적순매도의 규모가 지속적으로 커지고 있음을 알 수 있다. 이와

는 조적으로 국내 기관과 개인 투자자들의 누적순매수량 합계는 98년 1월 말까지

양수로 나타나고 있으며, 특히 개인 투자자들의 누적순매수량은 그 이후에도 꾸준히

6 經 � , 37 卷 4

증가하고 있어 외국인의 지속적인 매도로 인한 가격하락 압력을 상당히 흡수하 던

것으로 판단된다. 이러한 양상은 특정 투자자가 추종거래를 하더라도 그러한 거래의

향을 흡수할 만한 다른 투자자의 거래활동이 있다면 시장교란현상이 발생하지 않

는다는 Choe, Kho and Stulz(1999)의 주장에 부합하는 것이다.

한편 [그림 2]에서는 표본기간 동안의 선물가격과 현물지수의 차이로 계산된 베이

시스(F-C)의 추세를 나타내주고 있다. 외환위기가 심화되던 97년 10월부터 12월까지

선물가격이 저평가되는 백워데이션 현상이 심각했음을 보여주고 있으나, 97년 6월 이


<표 1> KOSPI200 지수선물의 투자자별 거래량 일별 통계

최근월물 KOSPI200 지수선물 거래자료를 이용하 음. 아래에서 Cash는 KOSPI200 현물지수,

Futures는 KOSPI200 선물가격, Ret_C는 현물지수 로그수익률, Ret_F는 선물가격 로그수익률, Vol은 일별 거래량(계약수), Trd는 일별 거래수를 나타냄. 또한 INS_S, INS_B, INS_N은 기관의 선물

매도량, 매수량, 순매수량을 각각 나타내며, IND_S, IND_B, IND_N과 FOR_S, FOR_B, FOR_N은 각각 개인과 외국인의 선물 매도량, 매수량, 순매수량을 나타냄.

외환위기 이전 외환위기 기간

(1996/11/1~1997/8/31) (1997/9/1~1998/6/30)

변수 평균값 표준편차 최소값 최 값 평균값 표준편차 최소값 최 값

Cash 73.58 4.59 62.70 83.00 53.16 10.52 32.26 73.13Futures 73.69 6.03 61.30 85.70 52.91 11.61 31.10 75.00

Basis (F-C) 0.11 1.70 -3.41 3.33 -0.25 1.99 -5.98 4.26Ret_C (%) -0.03 1.39 -4.04 5.59 -0.31 3.36 -9.04 8.27Ret_F (%) -0.04 1.71 -5.89 6.56 -0.33 3.93 -14.87 9.76

Vol 6,121.62 2,813.03 840 18,103 30,212.98 17,168.46 111 92,936Trd 1,617.75 601.88 258 3,871 7,524.77 3,773.27 111 18,332

INS_S 4,433.53 1,921.04 562 11,502 14,814.39 8,116.57 1 41,323IND_S 1,485.79 1,009.78 156 6,071 14,336.44 8,944.81 68 45,369FOR_S 202.14 140.94 7 983 1,057.08 1,074.25 0 7,296

INS_B 4,438.63 1,916.67 576 11,853 14,791.34 8,188.26 0 45,144IND_B 1,488.72 1,039.68 144 6,409 14,471.45 8,997.95 70 45,964FOR_B 194.06 138.41 0 916 945.29 929.88 0 6,606

INS_N 5.10 327.86 -1,097 1,021 -23.05 1,112.93 -4,802 4,219IND_N 2.93 330.72 -937 1,406 135.01 1,167.97 -4,065 3,310FOR_N -8.08 150.65 -715 509 -111.79 987.56 -4,416 5,023

전에도 이러한 저평가 현상이 지속되었다는 점을 감안할 때 1987년 뉴욕증시에서와

같은 현선물시장간 폭포효과(cascade effect), 즉 현선물간 균형 붕괴로 인한 급격한 동

반폭락현상은 없었던 것으로 판단된다. 더욱이 국내에서는 KOSPI200 지수선물이

1996년부터 거래되기 시작하여 97년 말의 외환위기 당시까지만 해도 포트폴리오 보

험전략이나 지수차익거래전략과 같이 폭포효과를 초래할 만한 선물거래전략이 활발

하지 않았다는 점을 상기할 필요가 있다. 따라서 외환위기 동안의 규모 주가하락은

현선물간의 폭포효과와 같은 단기간에 이루어진 것이라기 보다는 외환위기 전후 기

간에 걸쳐 누적되어 온 것이라고 할 수 있다. 이러한 이유로 본 연구의 제IV장에 나

오는 VAR분석은 외환위기 기간 중 현선물간 균형의 급격한 붕괴는 없었다는 가정하

에 이루어졌다.

<표 2>는 5분 단위 현선물 수익률간의 자기상관(autocorrelation)계수를 나타낸다.

현물 수익률은 외환위기 전후 모두에서 강한 자기상관을 나타내고 있는데, 이것은 현

물지수 구성종목들의 비동시적 거래(non-synchronous trading)로 인하여 현물지수가

진부화되는 현상에 기인하는 것이다. 반면 선물 수익률의 자기상관은 두 기간 모두에

8 經 � , 37 卷 4

[그림 1] KOSPI200 지수선물 투자자별 누적순매수량과 현물지수

KO

SPI2

000 지

수선

물누

적순

매수

량

서 현물 수익률에서보다 훨씬 약하게 나타나고 있어 선물가격의 진부화 문제는 크지

않음을 알 수 있다. 주목할 점은 현선물 모두 외환위기 기간의 수익률 자기상관정도

가 외환위기 이전과 비교하여 약화되었음을 알 수 있는데, 이는 외환위기 기간에 오

히려 현선물가격이 시장에 들어 오는 정보에 더 민감하게 반응하면서 시장이 더욱 효

율적으로 되었음을 나타내는 것이다. 한편 표에는 보고되지 않았으나 현선물 수익률

간의 교차상관관계(cross-autocorrelation)를 계산한 결과, 선물 수익률이 양 기간 모두

에서 현물 수익률을 선행하는 것으로 나타남으로써 선물시장이 현물시장을 선행한다

는 결과를 지지해주고 있다.

2. 투자자별 선물 가격공헌도 분석 결과

투자자별 선물 가격공헌도(price contribution)는 일정 기간 동안 각 투자자의 선물

거래가 선물가격 변화에 공헌한 정도를 측정하는 수단으로서, 해당 기간의 모든 선물


[그림 2] 1997년 이후의 베이시스 변화 추이

KO

SPI2

00 지

수

거래를 투자자별로 구분하여 각 투자자에게 귀속되는 가격변화가 해당 기간의 선물

가격변화에서 차지하는 비중으로 계산하게 된다. 이렇게 선물가격 변화에 한 공헌

도를 각 투자자별로 구분하여 계량화함으로써 거래량만으로는 파악하기 힘든 각 투

자자별 선물거래활동에 의한 현물가격 변동에의 향을 보다 정확하게 파악할 수 있

다.

본 연구에서는 표본기간 동안의 선물거래 시간 를 5분 단위로 나누어 평일에는

9:30~9:35, 9:35~9:40, …, 11:25~11:30, 13:00~13:05, …, 14:45~14:50의 46개

구간으로, 토요일에는 9:30~11:20분까지 22개의 구간으로 나누어서 분석하 다. 또

한 모든 거래를 가격형성거래(price-setting trade)의 관점에서 매수 또는 매도의 어느

한 방향으로 구분하 으며, 그것의 투자자 유형코드에 의거하여 그 거래를 해당 투자

자의 매수 또는 매도 가격형성거래(buy or sell price-setting trade)로 분류하여 아래 식

(1), (2), (3)과 같이 정의된 투자자별 가격공헌도를 구하 다.3) 이때 매수 가격형성

10 經 � , 37 卷 4

<표 2> 5분 단위 현선물 수익률간의 자기상관계수

아래 표는 5분 단위 현선물 수익률간 자기상관계수와 Ljung-Box Q-statistics를 보여주고 있음.

Ljung-Box Q-statistics는 k-th lag까지의 자기상관계수 모두가 유의한지 여부를 검증하는 통계량으로

서 χ2 (k)분포를 따름. *는 5% 유의수준에서 유의함을 의미함.

현물 수익률 선물 수익률

외환위기 이전 외환위기 기간 외환위기 이전 외환위기 기간

Lag(k) 자기상관 Q-stat(k) 자기상관 Q-stat(k) 자기상관 Q-stat(k) 자기상관 Q-stat(k)

1 0.360* 1,320.3* 0.198* 366.7* 0.049* 24.1* 0.024* 5.5*2 0.205* 1,746.7* -0.030* 374.8* 0.032* 34.5* 0.011 6.7*3 0.046* 1,768.4* -0.094* 457.7* -0.004 34.7* -0.021* 10.9*4 -0.056* 1,800.6* -0.052* 483.0* -0.027* 41.9* -0.019* 14.4*5 -0.069* 1,848.7* 0.008 483.6* -0.014 43.8* 0.007 14.8*6 -0.086* 1,924.2* 0.032* 493.0* -0.013 45.5* -0.003 14.9*7 -0.058* 1,957.9* 0.020* 496.9* 0.016 48.2* -0.002 15.0*8 -0.039* 1,973.4* 0.005 497.1* 0.015 50.5* 0.012 16.3*9 -0.012 1,974.8* -0.006 497.4* 0.019* 54.2* -0.014 18.2*10 0.001 1,974.8* 0.009 498.2* -0.001 54.2* 0.003 18.3*

3) 가격형성거래(price-setting trade)는 상 방의 매입 또는 매도주문이 기다리고 있는 상태에서

거래는 매도주문이 기다리고 있는 상태에서 매수주문이 접수되어 체결된 거래(즉, 매

수주문을 낸 투자자에 의해 가격이 형성되는 거래)이며, 매도 가격형성거래는 매수주

문이 나온 후 매도주문에 의해 체결된 거래(즉, 매도주문을 낸 투자자에 의해 가격이

형성되는 거래)를 의미한다.

먼저 t일의 5분 단위 구간 i에서 투자자 j의 가격공헌도(price contribution)는 아래와

같이 정의된다.

(1)

여기서 ∆Pt는 t일의 가격변화, Ni는 i번째 구간의 총 거래수, ∆Pni,t는 i번째 구간의 n

번째 거래에 의한 가격변화, In,j는 n번째 거래가 j투자자의 가격형성거래이면 1, 그렇

지 않으면 0의 값을 갖는 더미변수이다. 결국 위 식 (1)은 매수(+)와 매도(–) 가격

공헌이 서로 상쇄되어 순가격공헌도의 의미를 담게 되며, 분모에 있는 t일의 가격변

화가 0 또는 아주 작은 값을 가질 경우에는 분자 값이 적더라도 순가격공헌도 값은

무한 또는 매우 큰 값을 갖게 되는 모순을 갖는다.

따라서 가격공헌도의 값이 일정한 경계 내의 값(예, 0~100%)을 갖게 하기 위해서

는 매수와 매도를 서로 상쇄시키지 말고 아래 식 (2)와 (3)과 같이 매수와 매도 가격

공헌도를 따로 계산하는 체적인 방법을 고려할 필요가 있다. 즉 t일의 5분 단위 구

간 i에서 투자자 j의 매수 가격공헌도(buy price contribution)는

(2)

와 같이 정의된다. 여기서 NT는 t일의 총거래수, ∆Ptm는 t일의 m번째 거래에 의한 가

PCBP I S

P Si tj

i tn

n j nn

N

tm

mm

N

i

T,

, ,=

∑

∑

+

=

+

=

∆

∆

1

1

PCP I

Pi tj

i tn

n jn

N

t

i

,

, ,

| |=

∑=

∆

∆1


거래가 체결되게 하는 반 편 주문을 의미하며, 일반적으로 모든 거래의 매입과 매도측 중에

서 나중에 접수된 주문이 이에 해당하게 됨. IFB/KSE 거래자료에는 모든 주문의 접수시간과

매입 또는 매도 여부가 기록되어 있기 때문에 가격형성거래를 구분하는 것이 가능하지만, 그

렇지 않을 경우에는 Lee and Ready(1992)의 알고리즘을 이용하여 측정하게 됨.

격 변화, Sn+는 i구간의 n번째 거래가 매수 가격형성거래이면 1, 그렇지 않으면 0인 더

미변수, Sm+는 t일의 m번째 거래가 매수 가격형성거래이면 1, 그렇지 않으면 0인 더미

변수, In, j는 n번째 거래가 j투자자의 가격형성거래이면 1, 그렇지 않으면 0인 더미변

수이다. 마찬가지로 매도 가격공헌도는 아래와 같이 정의된다.

(3)

여기서 NT는 t일의 총거래수, ∆Ptm는 t일의 m번째 거래에 의한 가격변화, Sn

–는 i구

간의 n번째 거래가 매도 가격형성거래이면 1, 그렇지 않으면 0인 더미변수, Sm–는 t일

의 m번째 거래가 매도 가격형성거래이면 1, 그렇지 않으면 0인 더미변수, In, j는 n번

째 거래가 j투자자의 가격형성거래이면 1, 그렇지 않으면 0인 더미변수이다. 이처럼

가격공헌도를 매수와 매도에 하여 각각 측정함으로써 서로 다른 투자자의 가격공

헌도 측정치간의 비교 가능성이 한층 높아질 뿐만 아니라, 선물시장에서의 매수 가격

형성거래와 매도 가격형성거래가 현물시장에 비 칭적인 향을 줄 수 있다는 점을

고려해준다는 장점이 있다. 따라서 이러한 매수 및 매도 가격공헌도를 사용하여 벡터

자기회귀모형에 의한 분석을 수행하는 것이 본 연구의 목적상 더 적절한 것으로 판단

된다.

<표 3>은 선물거래 자료를 이용하여 계산한 일별 가격공헌도에 한 요약통계량을

제시하고 있다. 앞에서 이미 언급한 것처럼 식 (1)에 의하여 계산된 가격공헌도는 일

정한 경계 값이 없이 매우 큰 양 또는 음의 특이치(outliers)를 갖고 있어 투자자간 비

교를 할 때 이들 특이치들로 인하여 왜곡된 결과를 얻게 될 가능성이 존재한다. 예컨

, 기관투자자의 가격공헌도는 외환위기를 전후로 평균 9.16%에서 –55.52%의 음수

로 전환되었으며, 개인투자자는 –2.25%에서 81.8%의 양수로 급증하 으며, 외국인

투자자는 –6.2%에서 –37.78%로 하락한 것으로 나타나고 있는데, 이들 측정치들은 최

, 최소값에서 알 수 있는 바와 같이 매우 큰 양 또는 음의 특이치들에 의해 향을

받아 왜곡된 결과를 낳을 가능성이 있으므로 이후의 분석에서는 제외하기로 한다. 반

면 식 (2)와 (3)과 같이 매수와 매도 각각에 하여 가격공헌도를 구하게 되면 일정

PCSP I S

P Si tj

i tn

n j nn

N

tm

mm

N

i

T,

, ,–

–=

∑

∑

=

=

∆

∆

1

1

12 經 � , 37 卷 4

한 경계 내에서 값을 갖게 되므로 투자자간 비교가 더 의미 있게 된다. 먼저 기관투자

자의 경우 매수 가격공헌도는 외환위기를 전후로 평균 67.22%에서 36.2%로 하락하

으며, 매도 가격공헌도도 비슷한 수준으로 하락하여 외환위기 기간 중 기관투자자

에 의한 선물거래가 선물가격형성에 미친 향이 크게 줄어 들었음을 알 수 있다. 외

국인의 경우에는 매수 가격공헌도가 평균 2.98%에서 2.52%로 소폭 감소하 으며, 매

도 가격공헌도도 2.82%에서 2.5%로 감소하여 외환위기 기간 중 외국인의 선물거래

에 의한 선물시장 가격변동이 비교적 작았음을 알 수 있다. 한편 개인의 경우에는 매

수 가격공헌도가 외환위기 이전의 29.82%에서 외환위기 기간 중 61.25%로 크게 증

가하 으며, 매도 가격공헌도도 30.03%에서 60.76%로 크게 증가하여 외환위기 기간

중 개인투자자에 의한 선물거래가 선물가격 형성에 가장 큰 기여를 하 음을 알 수

있다.

[그림 3]은 KOSPI200 지수선물의 투자자별 매수 가격공헌도의 변화추이를 보여주

고 있는데, 각 투자자의 매수 가격공헌도는 해당 역으로 나타나고 있으며, 투자자


<표 3> 일별 선물 가격공헌도 요약통계량(%)

아래의 가격공헌도는 식 (1), (2), (3)에 의하여 계산하 으며, 일간 가격변화가 없었던 날은 가격

공헌도 분석에서 제외하 음. INS_PC: 기관투자자에 의한 가격공헌도, IND_PC: 개인투자자에

의한 가격공헌도, FOR_PC: 외국인 투자자에 의한 가격공헌도; INS_PCB: 기관투자자에 의한 매

수 가격공헌도, IND_PCB: 개인투자자에 의한 매수 가격공헌도, FOR_PCB: 외국인 투자자에 의

한 매수 가격공헌도; INS_PCS: 기관투자자에 의한 매도 가격공헌도, IND_PCS: 개인투자자에 의

한 매도 가격공헌도, FOR_PCS: 외국인 투자자에 의한 매도 가격공헌도.

외환위기 이전 외환위기 기간변수

평균값 표준편차 최소값 최 값 중간값 평균값 표준편차 최소값 최 값 중간값

INS_PC 9.16 303.78 -2,500.00 1,349.00 -4.60 -55.52 948.48 -7,900.00 7,599.00 -2.50IND_PC -2.25 302.16 -1,299.00 2,800.00 -6.27 81.80 10,216.15 -7,699.00 13,550.00 4.88FOR_PC -6.20 94.37 -450.00 340.00 0.00 -37.78 552.87 -6,150.00 2,100.00 -10.00

INS_PCB 67.22 9.62 37.81 93.75 68.15 36.20 10.43 0.00 62.85 35.59IND_PCB 29.82 9.54 3.12 57.14 29.05 61.25 10.19 16.67 87.85 61.89FOR_PCB 2.98 3.85 -13.33 31.58 2.41 2.52 5.90 0.14 83.33 1.48

INS_PCS 67.14 9.43 42.86 92.59 67.85 36.71 9.52 5.86 65.59 35.66IND_PCS 30.03 9.43 5.94 57.14 29.28 60.76 9.46 33.33 80.91 61.78FOR_PCS 2.82 2.76 -9.62 15.56 2.38 2.50 2.75 0.00 18.54 1.63

14 經 � , 37 卷 4

[그림 3] KOSPI200 지수선물의 투자자별 매수 가격공헌도 변화 추이

[그림 4] KOSPI200 지수선물의 투자자별 매도가격공헌도 변화 추이

별 매수 가격공헌도의 총합은 100%가 된다. 그림에서 보는 바와 같이 외환위기가 심

화되던 97년 9월부터 12월까지 개인투자자에 의한 매수 가격공헌도가 약 30~40%

수준에서 60% 정도로 지속적으로 증가하 음을 알 수 있다. 반면 기관투자자의 매수

가격공헌도는 동기간에 현저히 감소하고 있으며, 외국인의 경우에는 외환위기 기간

이전과 비교하여 큰 변화가 없었음을 알 수 있다. 투자자별 매도 가격공헌도의 변화

추이를 보여주는 [그림 4]도 [그림 3]과 비슷한 추이를 보이고 있어 외환위기 기간

중 KOSPI200 지수선물시장에서 매수 및 매도 양방향의 가격형성에 가장 큰 기여를

한 투자자는 개인투자자이었음을 알 수 있다.

이처럼 선물시장에서의 투자자별 매수 또는 매도 가격공헌도의 일별 패턴은 외국

인 투자자의 향력이 일반적으로 생각하던 것보다 훨씬 적은 수준이었음을 알려주

고 있다. 다음으로 외국인 투자자의 선물거래가 현선물 가격변화에 얼마만큼의 향

을 주었는지를 구체적으로 측정해보기 위하여, 5분 단위로 측정된 현선물의 수익률과

투자자별 선물 매수 및 매도 가격공헌도 측정치를 이용하여 아래와 같은 회귀분석을

일별로 수행한 후, 전체 거래일에 한 요약통계량을 <표 4>에 제시하 다.

RET_F = β0 + β1INS_PCB + β2IND_PCB + β3FOR_PCB + (4)

+ β4INS_PCS + β5IND_PCS + β6FOR_PCS + εf

RET_C = β0 + β1INS_PCB + β2IND_PCB + β3FOR_PCB + (5)

+ β4INS_PCS + β5IND_PCS + β6FOR_PCS + εc

<표 4>의 선물 수익률에 한 회귀분석 결과를 살펴보면, 각 투자자의 매수가격공

헌도의 회귀계수는 양의 값을 가지고 매도가격공헌도의 회귀계수는 음의 값을 가져,

매수가격형성거래는 선물가격을 상승시키고 매도가격형성거래는 선물가격을 하락시

키게 된다는 것을 확인할 수 있다. 또한 투자자별로 가격공헌도의 회귀계수 값이 비

슷하여 모든 투자자의 가격형성거래가 선물 수익률에 비슷한 정도의 향을 주었음

을 알 수 있는데, 외국인 투자자의 가격공헌도의 회귀계수에 한 t-value는 다른 투

자자에 비해 상 적으로 낮아서 외국인의 향력이 비교적 낮았음을 다시 한번 확인

해주고 있다.


한편 현물 수익률에 한 회귀분석 결과를 살펴보면, 각 투자자의 선물 매수가격공

헌도의 회귀계수는 양의 값을 가지고 선물 매도가격공헌도의 회귀계수는 음의 값을

가져, 선물시장에서의 각 투자자별 가격공헌도에 해 현물가격도 선물가격과 같은

방향으로 향 받았음을 알 수 있다. 이는 현물시장과 선물시장이 긴 하게 결합된

하나의 시장을 형성하고 있어, 각 투자자의 선물거래 향이 선물가격 변동과 같은

16 經 � , 37 卷 4

<표 4> 5분 단위 현선물 수익률과 투자자별 가격공헌도의 일별 회귀분석 요약 통계량

Intercept INS_PCB IND_PCB FOR_PCB INS_PCS IND_PCS FOR_PCS Adj.R2

선물 수익률에 한 회귀분석 결과

외환위기 mean -0.004 0.122 0.125 0.115 -0.122 -0.122 -0.126 0.708이전 (t-val) (-0.08) (16.86) (10.87) (3.54) (-17.83) (-10.59) (-4.48)

stdev 0.050 0.069 0.073 0.192 0.059 0.073 0.207 0.240 max 0.273 0.456 0.416 0.969 -0.025 0.052 1.095 1.000 min -0.330 -0.003 0.017 -1.456 -0.320 -0.493 -1.484 -0.058

median -0.001 0.114 0.113 0.103 -0.114 -0.109 -0.102 0.770

외환위기 mean 0.011 0.956 0.916 0.841 -0.941 -0.935 -0.935 0.596 기간 (t-val) (0.15) (11.36) (11.49) (2.90) (-11.55) (-11.70) (-3.01)

stdev 0.192 0.625 0.624 1.099 0.608 0.609 1.310 0.322 max 1.442 2.846 3.460 4.709 0.596 0.808 5.632 0.997 min -0.713 -0.392 -0.965 -3.762 -2.992 -2.859 -9.563 -0.624

median 0.007 0.887 0.864 0.826 -0.897 -0.884 -0.876 0.665

현물 수익률에 한 회귀분석 결과

외환위기 mean -0.017 0.046 0.061 0.079 -0.041 -0.048 -0.051 0.067 이전 (t-val) (-0.42) (2.49) (2.07) (0.77) (-2.42) (-1.70) (-0.61)

stdev 0.057 0.036 0.055 0.187 0.027 0.054 0.237 0.154 max 0.185 0.184 0.284 0.921 0.021 0.159 1.253 0.547 min -0.237 -0.036 -0.099 -0.878 -0.132 -0.296 -1.475 -0.281

median -0.008 0.037 0.053 0.058 -0.036 -0.046 -0.040 0.034

외환위기 mean -0.018 0.332 0.395 0.420 -0.306 -0.389 -0.597 0.075 기간 (t-val) (-0.25) (2.03) (2.50) (0.66) (-1.98) (-2.41) (-0.78)

stdev 0.206 0.355 0.400 1.678 0.334 0.383 1.281 0.207 max 1.358 1.904 2.509 8.098 1.098 0.535 3.952 0.992 min -0.708 -0.632 -0.929 -10.342 -1.836 -2.041 -8.226 -0.487

median -0.031 0.268 0.335 0.361 -0.273 -0.346 -0.387 0.036

방향으로 현물시장에 전달되어짐을 나타낸다. 그러나 회귀계수의 크기는 선물 수익

률에 한 결과에 비해 작아서 투자자별 선물거래의 향이 제한적으로만 현물시장

에 전달되었음을 알 수 있다. 또한 외환위기 기간 중 각 변수의 회귀계수의 크기가 증

가하여 각 투자자별 거래활동에 현물지수가 더 민감하게 반응하 음을 알 수 있는데,

이러한 현상은 외환위기 기간 중 현선물 지수의 급등락현상을 반 하는 것이다. 그럼

에도 불구하고 외국인의 선물 가격공헌도에 한 회귀계수는 외환위기 이전과 외환

위기 기간 모두에서 평균적으로 유의하지 않은 것으로 나타나고 있어 외국인의 선물

거래가 상 적으로 기관과 개인에 비해 현물시장에 큰 향을 주지 못했음을 알 수

있다. 그러나 지금까지의 회귀분석은 선물시장이 현물시장에 시차를 두고 향을 미

치는 점을 감안하지 못하는 단순한 모형이므로, 다음 IV장에서는 VAR 분석을 통해

각 투자자의 선물거래가 현물시장에 미치는 향을 동적으로 분석하도록 한다.

IV. VAR 분석결과

1. 투자자별 선물 순매수량을 이용한 VAR 분석결과

투자자별 가격공헌도를 이용하여 VAR 분석을 하기에 앞서 투자자별 순매수량과

현선물 수익률 자료를 이용하여 아래 식 (6)과 같은 5변량 VAR 분석을 수행하 다.

분석 기간은 외환위기 이전과 외환위기 기간으로 나누어 5분 단위 자료를 사용하여

분석하 다. 또한 개장 동시호가에 의하여 체결된 자료와 현선물의 거래시간이 일치

하지 않는 구간의 자료를 제거하여 현선물간의 동학이 정상적으로 이루어질 수 있는

시간 의 자료만을 사용하 다.

zt = Π1zt–1 + Π2zt–2 + … + Πpzt–p + εt (6)

zt = (Ret_Ct Ret_Ft INS_Nt IND_Nt FOR_Nt)′

εt ~ WN(0, Σ)

<표 5>는 5분 단위 거래자료를 이용한 VAR 분석결과를 보여주고 있다. 우선 투자


18 經 � , 37 卷 4

<표 5> 선물 순매수량을 이용한 VAR 분석결과

RET_C RET_F INS_N IND_N FOR_N

외환위기 이전

RET_C(-1) 0.2579*** 0.0431* -6.5849 25.1557*** 6.1769***RET_C(-2) 0.0574*** -0.1221*** -34.8817*** 11.1075*** 4.5477***RET_C(-3) -0.0510*** -0.0901*** -14.3679** 3.3161 -1.5368*RET_C(-4) -0.0909*** -0.0270 -8.6131 -5.0131** 1.7882**RET_C(-5) -0.0539*** -0.0448** -9.2359** -3.7521** -1.7675***

RET_F(-1) 0.1552*** 0.0705*** 3.3484 -8.0224*** -0.3006 RET_F(-2) 0.1430*** 0.0814*** 22.7816*** -8.1027*** -2.7304***RET_F(-3) 0.0465*** -0.0003 15.1430*** -7.9309*** -0.4703 RET_F(-4) 0.0284*** -0.0379** 2.4538 -2.3867 -1.3881**RET_F(-5) 0.0374*** 0.0267** 5.3453* 1.3880 0.3198

INS_N(-1) 0.0001** 0.0000 0.1481*** 0.0550*** 0.0053**INS_N(-2) 0.0000 0.0000 0.0293* 0.0004 0.0084***INS_N(-3) 0.0001*** 0.0002*** 0.0204 0.0133** 0.0049**INS_N(-4) 0.0002*** 0.0002*** 0.0404*** 0.0105* -0.0007INS_N(-5) 0.0001* 0.0000 0.0380*** 0.0026 0.0018

IND_N(-1) 0.0002*** 0.0003** -0.0599** 0.1784*** 0.0012 IND_N(-2) -0.0001 -0.0001 -0.0607** 0.0755*** 0.0060IND_N(-3) 0.0001 0.0003** 0.0127 0.0243** 0.0005IND_N(-4) 0.0001** 0.0004*** 0.0401 0.0366*** 0.0090**IND_N(-5) -0.0001 0.0001 0.0158 0.0020 -0.0041

FOR_N(-1) 0.0001 -0.0002 -0.1406* -0.0609** 0.1215***FOR_N(-2) -0.0005*** -0.0003 0.0465 -0.0593** 0.0636***FOR_N(-3) -0.0003 -0.0003 -0.1191 -0.0679** 0.0088 FOR_N(-4) 0.0000 -0.0002 0.0697 -0.0178 0.0173FOR_N(-5) -0.0002 0.0002 0.0415 -0.0084 0.0016

외환위기 기간

RET_C(-1) 0.2071*** 0.0631*** -36.5509*** 50.8383*** 4.4076**RET_C(-2) -0.2469*** -0.1553*** -25.8968*** -35.3545*** -2.1841RET_C(-3) -0.1154*** 0.0256 -23.6641*** -14.8814*** 0.4382 RET_C(-4) -0.0611*** 0.0162 -12.3015** -13.1832*** -0.9140RET_C(-5) -0.0157** -0.0071 -6.5161 -2.7267 0.8255

자별 선물거래가 현물 수익률에 얼마나 향을 주었는지 알아보면, 외국인 투자자의

선물 순매수량(FOR_N)은 외환위기 이전에는 2차 래그항에서 현물 수익률에 유의한

음의 향을 주었으나 외환위기 기간에는 유의적인 계수가 없는 것으로 나타나고 있

다. 이것은 외국인 투자자의 선물거래가 외환위기 기간에 현물지수에 별로 향을 주

지 못했음을 의미하는 것이다. 반면 기관투자자(INS_N)의 경우는 외환위기 기간 중

에도 1차 및 2차 래그항의 계수가 여전히 유의한 양수 값을 보이고 있어 기관 투자자

의 향력이 외국인 투자자보다 더 컸음을 알 수 있다. 개인투자자(IND_N)의 경우

위기 이전에는 1차 및 4차 래그항이 유의한 양의 계수를 가졌으나 위기 기간 중에는

1차항이 유의한 양의 값을 갖지만 그 크기가 매우 작아져 현물지수에 미친 향이 줄


<표 5> 계속

RET_C RET_F INS_N IND_N FOR_N

RET_F(-1) 0.1943*** 0.0455*** 24.0115*** 7.3067 0.5475RET_F(-2) 0.1069*** 0.0356** 12.4710** 9.3203** 1.4520RET_F(-3) 0.0761*** -0.0163 7.4943 5.7814 -0.0463RET_F(-4) 0.0475*** -0.0360*** -0.8612 3.1941 2.4640*RET_F(-5) 0.0183*** -0.0010 4.2800 -2.7706 -0.4144

INS_N(-1) 0.0002*** 0.0000 0.0552*** 0.1507*** 0.0054INS_N(-2) 0.0001** 0.0000 -0.0448*** 0.0396*** 0.0032INS_N(-3) 0.0000 0.0000 0.0199 0.0260** 0.0046INS_N(-4) 0.0000 0.0000 0.0204 0.0097 -0.0095**INS_N(-5) 0.0000 0.0001** 0.0501*** 0.0346*** -0.0043

IND_N(-1) 0.0000* 0.0000 0.0453*** 0.1238*** 0.0003IND_N(-2) 0.0000 0.0000 -0.0363** -0.0044 -0.0056IND_N(-3) 0.0000 0.0001 -0.0019 -0.0100 0.0065IND_N(-4) 0.0000 0.0000 0.0491*** 0.0132 0.0012IND_N(-5) 0.0000 0.0000 0.0018 0.0040 -0.0080**

FOR_N(-1) -0.0001 -0.0001 -0.0096 0.0014 0.2003***FOR_N(-2) 0.0000 0.0001 0.0932** 0.0404 0.0654***FOR_N(-3) 0.0000 0.0001 -0.0610 -0.0685** 0.0714***FOR_N(-4) 0.0000 0.0001 -0.0132 0.0455 0.0569***FOR_N(-5) 0.0000 0.0001 0.0637* -0.0590* 0.0389***

***: 1%수준에서 유의, **: 5% 수준에서 유의, *: 10% 수준에서 유의

어 들었음을 알 수 있다.

한편 선물 수익률의 래그항들이 투자자별 선물 순매수량에 어떠한 향을 주었는

지 알아보면, 우선 기관의 순매수량은 외환위기 이전과 외환위기 기간 중에 선물 수

익률의 래그항에 해 유의하게 양의 반응을 보이고 있어 기관의 선물거래는 지속적

으로 추종거래행태를 보 음을 알 수 있다. 개인의 경우에는 외환위기 이전에는 네거

티브 피드백의 경향을 보이다가 외환위기 기간에는 포지티브 피드백 거래패턴을 보

이고 있다. 반면 외국인 투자자는 외환위기 이전에는 네거티브 피드백 거래패턴을 보

이다가 외환위기 기간 중에는 선물수익률의 변화에 민감하게 반응하지 않았음을 알

수 있다. 따라서 포지티브 피드백 거래활동이 시장을 불안정하게 한다는 가설의 측면

에서 보면 1997년 외환위기 당시 선물시장의 불안정화에 기여한 것은 기관과 개인의

거래활동이었다고 할 수 있다. 한편 투자자간의 향관계를 살펴보면, 기관은 외환위

기 이전에 외국인의 순매수량 1차 래그항에 해 유의한 음의 반응을 보 으며 외환

위기 기간 중에는 2차 및 5차 래그항에 해 유의한 양의 반응을 보여 외환위기 기간

중에 외국인의 거래활동에 해 시차를 두고 같은 방향의 거래를 하 음을 알 수 있

다. 반면 개인의 경우는 외환위기 이전과 기간 중에 모두 외국인의 거래에 해 유의

한 음의 반응을 보이고 있어 국내 투자자들이 외국인의 거래를 추종함으로써 시장을

불안정화시켰다는 주장이 개인 투자자에게는 해당되지 않음을 알 수 있다. 반면 외국

인의 경우에는 외환위기 기간 중에 자신의 모든 시차 항에 해 유의한 양의 계수를

보여 강한 군집거래(herding) 현상을 보 음을 알 수 있다. 그러나 이렇게 선물 순매

수량을 이용한 분석은 앞서 언급한 바 로 각 투자자별 거래활동이 현선물시장에 미

친 향을 정확히 포착하지 못하므로, 다음 절에서는 투자자별 가격공헌도를 이용하

여 각 투자자의 선물거래활동이 현선물 가격변화에 미친 향을 분석하도록 한다.

2. 선물 가격공헌도를 이용한 VAR 분석결과

앞 절에서 살펴본 바 로 선물 순매수량을 이용하여 각 투자자별 선물거래활동이

현물시장에 미친 향을 분석한 결과, 개인과 외국인 투자자의 선물거래에 해 현물

지수가 민감하게 반응하지 않았음을 알았다. 그러나 앞서 제시한 요약 통계량에서 보

듯이 외환위기 기간에 선물거래량이 크게 증가하 고 투자자별 거래패턴과 가격공헌

20 經 � , 37 卷 4

도가 바뀐 점을 고려할 때, 선물시장에서 개인과 외국인의 거래활동이 현물지수에 거

의 향을 주지 못했다는 것은 받아들이기 힘든 결론이다. 따라서 특정 투자자가 선

물가격변화에 미친 향을 직접적으로 측정할 수 있도록 고안된 가격공헌도를 사용

하여 VAR 분석을 수행함으로써 해당 투자자의 선물거래가 현물시장에 미친 향을

좀더 정확히 측정할 필요가 있다. 이를 위하여 본 절에서는 5분 단위 현선물 수익률

과 투자자별 가격공헌도를 내생변수로 하여 아래와 같은 8변량 VAR 모형을 설정하여

분석하도록 한다.

zt = Π1zt–1 + … + Πpzt–p + εt (7)

zt = (Ret_Ct Ret_Ft INS_PCBt IND_PCBt FOR_PCBt)

INS_PCSt IND_PCSt FOR_PCSt)′

εt ~ WN(0, Σ)

<표 6>과 <표 7>은 각각 외환위기 이전과 외환위기 기간에 한 VAR 분석 결과를

보이고 있는데, 앞서 투자자별 선물 순매수량을 이용한 분석과 다르게 개인과 외국인

투자자의 선물 가격공헌도가 위기기간 중에도 현물 수익률에 해 유의한 설명력을

갖는 래그항이 있음을 알 수 있다. 기관투자자의 경우 외환위기 이전에 선물 매수가

격공헌도(INS_PCB) 1, 2차 래그항이 유의한 음의 계수를 갖고 4차 항은 유의한 양의

계수를 가졌으며, 외환위기 기간 중에는 2차 항이 유의한 양의 계수를 갖고 3차 항이

유의한 음의 계수를 가져 선물시장에서 기관투자자의 선물 매수거래활동이 순환적으

로 현물시장에 향을 미쳤음을 알 수 있다. 기관의 선물 매도가격공헌도(INS_PCS)

는 외환위기 이전에 1, 2차 항이 유의한 양의 계수를 갖고 4차 항은 유의한 음의 계수

를 가졌으나 외환위기 중에는 2차 항이 유의한 음의 계수를 가져 외환위기 기간 중에

기관의 선물 매도거래가 현물시장의 하락에 향을 준 것을 확인할 수 있다. 계수의

크기는 외환위기 기간 중에 증가하여 기관투자자의 선물거래활동이 외환위기 이전에

비하여 현물시장에 더 강한 향을 미쳤음을 알 수 있다.

개인투자자의 경우에는 외환위기 이전에 현물 수익률에 해 선물 매수가격공헌도

1, 3차 래그항이 유의한 음의 계수를 갖고 4차 항은 유의한 양의 계수를 가졌으나, 외

환위기 기간 중에는 2차 항이 유의한 양의 계수를 가져 외환위기 기간 중 선물시장에


22 經 � , 37 卷 4

<표 6> 선물 가격공헌도를 이용한 VAR 분석결과 (외환위기 이전)

RET_C RET_F INS_PCB IND_PCB FOR_PCB INS_PCS IND_PCS FOR_PCS

RET_C(-1) 0.2676*** 0.0690*** 0.1491 0.9839*** 0.0700 0.7281*** -0.3723*** -0.0354 RET_C(-2) 0.0629*** -0.1103*** -0.9661*** 0.2402** -0.0237 0.6712*** -0.1969* -0.1421***RET_C(-3) -0.0473*** -0.0816*** -0.2968 0.1254 -0.1053** 0.5401*** -0.0905 -0.0279 RET_C(-4) -0.0907*** -0.0103 -0.2055 -0.1360 0.0839* -0.1194 0.0548 -0.0071 RET_C(-5) -0.0536*** -0.0525*** -0.4130*** -0.0565 -0.0400 0.0336 -0.0853 0.0237

RET_F(-1) 0.1975*** 0.1727*** 0.3722** 0.0439 0.0735* 0.1493 0.4074*** -0.0563*RET_F(-2) 0.1571*** 0.1015*** 0.1440 -0.2866*** 0.0253 -0.3009* 0.2366** 0.0006 RET_F(-3) 0.0590*** 0.0281 0.2220 -0.4737*** 0.2804*** -0.4455*** -0.1972* 0.0446 RET_F(-4) 0.0235** 0.0009 0.1373 -0.0279 -0.0932** -0.2846* 0.0087 0.0633**RET_F(-5) 0.0373*** 0.0404*** 0.1746 -0.0023 0.0009 -0.2052* 0.1687** 0.0206

INS_PCB(-1) -0.0052*** -0.0177*** 0.1044*** 0.0243* -0.0100** 0.1514*** 0.0015 0.0187***INS_PCB(-2) -0.0036** -0.0054** 0.1109*** 0.0281** -0.0031 0.0967*** -0.0039 0.0082**INS_PCB(-3) 0.0002 -0.0014 0.0371* 0.0449*** -0.0362*** 0.0545*** 0.0512*** -0.0010 INS_PCB(-4) 0.0042*** -0.0036 0.0473** -0.0219* 0.0181*** 0.1105*** 0.0025 -0.0027 INS_PCB(-5) 0.0010 -0.0034* 0.0461*** 0.0125 0.0094** 0.0799*** 0.0045 -0.0007

IND_PCB(-1) -0.0031* -0.0124*** -0.0139 0.0764*** 0.0034 0.0614** -0.0169 0.0098**IND_PCB(-2) -0.0030 -0.0041 0.0156 0.1172*** -0.0218*** 0.0520** 0.0189 0.0068 IND_PCB(-3) -0.0031* -0.0065** -0.0381 0.0699*** -0.0203*** 0.0793*** 0.0472*** 0.0024 IND_PCB(-4) 0.0033* -0.0009 0.0328 -0.0120 0.0168*** 0.0733*** 0.0098 -0.0002 IND_PCB(-5) 0.0005 -0.0025 -0.0207 0.0277** 0.0050 0.0414* 0.0271** -0.0029

FOR_PCB(-1) -0.0064** -0.0174*** -0.0622 -0.2561*** 0.0304*** -0.1590*** -0.0392 0.0206**FOR_PCB(-2) -0.0067** -0.0132** -0.0042 -0.1789*** 0.0653*** 0.1617*** -0.0305 0.0050 FOR_PCB(-3) -0.0003 -0.0108* 0.0062 0.1128*** 0.0155 0.2202*** 0.0503* 0.0218**FOR_PCB(-4) -0.0021 -0.0021 -0.0161 -0.0512 0.0670*** -0.0197 0.0511 0.0174 FOR_PCB(-5) -0.0011 -0.0061 0.0036 0.0161 0.0291** 0.1170** 0.0365 -0.0209*

INS_PCS(-1) 0.0049*** 0.0154*** 0.1894*** 0.0497*** 0.0208*** 0.1626*** 0.0865*** -0.0063 INS_PCS(-2) 0.0031** 0.0068*** 0.0605*** 0.0087 0.0014 0.0666*** 0.0438*** -0.0101**INS_PCS(-3) -0.0009 0.0032 0.0729*** -0.0030 0.0201*** 0.0215 -0.0183 0.0043 INS_PCS(-4) -0.0041*** 0.0029 0.0861*** 0.0343*** -0.0046 0.0557*** 0.0025 0.0048 INS_PCS(-5) -0.0021* 0.0030 0.0787*** -0.0016 0.0029 0.0268* 0.0200** 0.0055*

IND_PCS(-1) 0.0031* 0.0115*** 0.1232*** 0.1401*** 0.0217*** 0.0741*** 0.1810*** -0.0018 IND_PCS(-2) 0.0019 0.0045 0.0472* 0.0285* 0.0063 0.0139 0.0976*** -0.0040

서 개인투자자의 선물 매수거래활동이 현물가격의 상승에 향을 미쳤음을 알 수 있

다. 개인의 선물 매도가격공헌도는 외환위기 이전에 1차 래그항이 유의한 양의 계수

를 가졌으나 외환위기 중에는 2차 항이 유의한 음의 계수를 가져 기관 투자자와 유사

하게 외환위기 중에 개인의 선물 매도거래가 현물시장의 하락에 향을 준 것을 확인

할 수 있다. 계수의 크기도 기관 투자자와 유사하게 외환위기 중에 증가하여 개인 투

자자의 선물거래활동도 외환위기 이전에 비하여 현물시장에 더 강한 향을 미쳤음

을 알 수 있다.

외국인 투자자의 경우에는 외환위기 이전에 현물 수익률에 해 선물 매수가격공

헌도 1, 2차 래그항이 유의한 음의 계수를 가졌고, 외환위기 중에도 1차 항이 유의한

음의 계수를 가져 외환위기 중 선물시장에서 외국인 투자자의 선물 매수거래활동이

현물가격의 하락에 향을 미쳤음을 알 수 있다. 외국인의 선물 매도가격공헌도는 외

환위기 이전에 2, 3차 래그항이 유의한 양의 계수를 가졌으나 외환위기 중에는 2차

항이 유의한 음의 계수를 갖고 3차 항이 유의한 양의 계수를 가져 외환위기 중에 외

국인의 선물 매도거래활동이 현물가격에 순환적인 향을 주었음을 확인할 수 있다.

계수의 크기는 외환위기 중에 증가하여 외국인 투자자의 선물거래활동도 외환위기

이전에 비하여 현물시장에 더 강한 향을 미쳤음을 알 수 있다.

요약하면 각 투자자의 선물거래활동이 외환위기 이전과 기간 중 모두에서 현물시

장의 움직임에 향을 주었으며, 외환위기 기간 중에 기관과 개인의 선물거래활동은


<표 6> 계속


IND_PCS(-3) -0.0007 0.0010 0.0206 0.0044 0.0002 -0.0436* 0.0329** 0.0014 IND_PCS(-4) -0.0012 0.0002 0.0171 0.0760*** 0.0003 -0.0182 0.0769*** 0.0107**IND_PCS(-5) 0.0000 0.0042 0.0776*** 0.0279** 0.0008 -0.0097 0.0311** -0.0006

FOR_PCS(-1) 0.0063 0.0213*** 0.2189*** 0.0830** 0.0029 -0.0268 0.0653* 0.0919***FOR_PCS(-2) 0.0125*** 0.0140* -0.0175 0.0856** 0.0377** -0.0339 0.0172 0.0238**FOR_PCS(-3) 0.0093** 0.0058 0.0048 -0.0812** 0.0443*** -0.0423 -0.0961** 0.0027 FOR_PCS(-4) 0.0003 0.0158** 0.0718 0.0214 -0.0226 -0.1297** 0.0076 0.0045 FOR_PCS(-5) -0.0045 0.0052 0.1607*** 0.0105 0.0096 -0.0141 0.0061 0.0307***


24 經 � , 37 卷 4

<표 7> 선물 가격공헌도를 이용한 VAR 분석결과 (외환위기 기간 중)


RET_C(-1) 0.2259*** 0.0671*** -0.0235 0.1728** 0.0148* 0.1236 -0.0399 0.0025 RET_C(-2) -0.2433*** -0.1413*** -0.0043 0.0388 0.0004 0.1971 -0.0466 -0.0177 RET_C(-3) -0.1117*** 0.0320** 0.0774 -0.1403** 0.0049 -0.3908*** 0.4355*** 0.0280 RET_C(-4) -0.0601*** 0.0248 -0.2933*** 0.0134 0.0065 -0.0065 -0.1792 -0.1512***RET_C(-5) -0.0131 -0.0094 0.0253 -0.0097 -0.0007 0.1868* -0.2366** 0.0178

RET_F(-1) 0.2248*** 0.0648*** -0.0170 -0.0442 0.0107* -0.0359 -0.0873 -0.0056 RET_F(-2) 0.0990*** 0.0345** -0.0085 0.0287 0.0341*** -0.0415 0.0770 0.0087 RET_F(-3) 0.0842*** 0.0021 -0.0651 0.0207 -0.0030 0.1842* -0.2710** -0.0112 RET_F(-4) 0.0530*** -0.0212 0.1460*** -0.0062 -0.0142*** 0.1068 -0.0239 0.0674***RET_F(-5) 0.0222*** 0.0102 -0.1581*** -0.0287 0.0049 -0.1869** 0.1249 -0.0856***

INS_PCB(-1) 0.0074 -0.0229** 0.1701*** 0.2636*** -0.0082* 0.2742*** 0.2840*** -0.0110 INS_PCB(-2) 0.0194*** -0.0099 0.0589* 0.0443 -0.0254*** 0.1415* 0.0133 -0.0188 INS_PCB(-3) -0.0116* -0.0296*** 0.0019 0.0069 0.0044 0.0137 0.0721 -0.0209 INS_PCB(-4) -0.0032 -0.0193* -0.0320 0.0094 0.0028 0.0271 -0.0035 -0.0210 INS_PCB(-5) -0.0032 -0.0122 0.1648*** 0.0486 -0.0168*** 0.0876 0.0622 0.0581***

IND_PCB(-1) -0.0041 -0.0388*** 0.0454 0.4997*** 0.0046 0.1478** 0.4985*** 0.0298**IND_PCB(-2) 0.0162*** -0.0137 -0.0664** 0.1024*** -0.0266*** 0.0535 0.0266 -0.0050 IND_PCB(-3) -0.0091 -0.0319*** -0.0480* 0.0684** -0.0046 -0.0421 0.1169 -0.0156 IND_PCB(-4) -0.0065 -0.0163* -0.0989*** -0.0141 0.0175*** -0.0553 0.0152 -0.0100 IND_PCB(-5) 0.0012 -0.0059 0.0050 -0.0045 -0.0151*** -0.0221 -0.0454 0.0380***

FOR_PCB(-1) -0.0525*** -0.1078*** 0.0795 0.3833*** 0.2305*** 0.0532 0.5899** 0.0407 FOR_PCB(-2) 0.0227 -0.0125 -0.2141** -0.2513** -0.0144 -0.1555 -0.2459 -0.0302 FOR_PCB(-3) 0.0221 0.0077 -0.1473** -0.2403*** -0.0094 -0.1542 -0.1759 0.0077 FOR_PCB(-4) -0.0051 -0.0294 -0.0426 -0.0013 0.0709*** -0.0311 0.1065 0.0256 FOR_PCB(-5) 0.0069 -0.0079 0.0103 -0.0374 -0.0113*** -0.0117 -0.0698 0.0421***

INS_PCS(-1) 0.0005 0.0393*** 0.0955*** -0.1200*** 0.0117*** -0.0181 -0.1326 -0.0118 INS_PCS(-2) -0.0163** 0.0175 0.1094*** -0.0580 0.0326*** -0.0228 0.0187 0.0170 INS_PCS(-3) 0.0079 0.0319*** 0.0695** 0.0179 0.0074* 0.0826 -0.0635 0.0168 INS_PCS(-4) 0.0054 0.0235** 0.1279*** 0.0274 -0.0208*** 0.0557 0.0181 0.0195 INS_PCS(-5) -0.0024 0.0102 -0.0269 0.0229 0.0175*** 0.0107 0.0595 -0.0530***

IND_PCS(-1) 0.0011 0.0278*** 0.1106*** 0.0472 0.0133*** 0.0273 0.0365 -0.0006 IND_PCS(-2) -0.0094* 0.0135 0.0866*** -0.0225 0.0235*** -0.0094 0.0316 0.0157

선물시장에서와 같은 방향으로 향을 주었으나 외국인의 경우에는 선물 매수가격형

성거래가 현물 수익률의 하락에 향을 주었고 선물 매도가격형성거래는 현물 수익

률의 상승과 하락에 모두 향을 주어, 외국인의 선물시장에서의 매도거래가 현물시

장의 하락에 공헌한 정도는 제한적이라고 할 수 있다. 선물 수익률에 하여 각 투자

자별 선물 매수가격공헌도는 외환위기 이전과 기간 중에서 모두 유의한 음의 계수를

가졌고 선물 매도가격공헌도는 모두 유의한 양의 계수를 가져 각 투자자의 거래활동

이 시차를 두고 선물 수익률에 반 의 향을 미쳤음을 알 수 있다. 이러한 결과는 선

물시장에서 각 투자자의 거래 활동에 한 선물가격의 반응은 지속적이지 않고 시차

를 두고 사라지는 것으로 해석할 수 있다.

앞에서 투자자별 선물 가격공헌도는 외환위기 기간에 개인이 가장 크게 증가한 반

면 선물 가격공헌도에 한 현물 수익률의 민감도는 세 유형의 투자자가 모두 비슷한

수준으로 증가하 으므로, 종합하면 외환위기 기간에 선물거래를 통하여 현물시장에

가장 큰 향을 준 투자자는 개인투자자라고 할 수 있다. 외국인의 경우 선물 가격공

헌도에 한 계수의 크기는 증가하 으나 선물 매도가격공헌도가 현물 수익률에

해 순환적인 향을 주었고 선물 가격공헌도 자체는 크게 증가하지 않아 외환위기 기

간에 현물시장의 변동성에 제한적인 향을 준 것으로 판단할 수 있으며, 기관투자자

의 경우에는 외환위기 기간에 오히려 선물거래를 통한 현물시장에의 향력이 감소

하 다고 할 수 있다. 한가지 주목할 점은 외환위기 당시 외국인의 우월한 정보력에


<표 7> 계속


IND_PCS(-3) 0.0057 0.0217*** 0.0508** 0.0405 0.0061* 0.0652 -0.0248 0.0117 IND_PCS(-4) 0.0050 0.0184** 0.0935*** 0.0219 -0.0152*** 0.0346 0.0231 0.0160 IND_PCS(-5) -0.0034 0.0083 -0.0282 0.0191 0.0127*** 0.0000 0.0423 -0.0406***

FOR_PCS(-1) -0.0089 0.0055 -0.3783*** -0.3683*** 0.0057 -0.4756*** -0.4230*** 0.0670***FOR_PCS(-2) -0.0201* 0.0057 -0.1843*** -0.0150 0.0170** -0.2139* -0.0495 0.0419*FOR_PCS(-3) 0.0178* 0.0261* -0.0348 -0.0056 -0.0150** -0.0657 -0.0699 0.0376*FOR_PCS(-4) -0.0080 0.0119 -0.0373 -0.0479 0.0154** -0.0809 -0.0239 0.0304 FOR_PCS(-5) 0.0097 0.0135 -0.2529*** -0.1046** 0.0184*** -0.1410 -0.1785 -0.0513***


의해 국내 투자자들이 외국인 투자자들의 거래를 일종의 신호로 보고 외국인과 같은

방향의 거래를 해서 시장의 하락을 더욱 심화시켰다는 가설과는 달리, 외환위기 기간

에 기관투자자와 개인투자자의 선물 가격공헌도는 외국인의 선물 가격공헌도와 부

분 음의 관계를 가지고 있음을 확인할 수 있다. 이는 외환위기 당시 외국인의 거래활

동이 가격하락에 한 우려를 증폭시켜 가격하락을 심화시켰다는 가설과 상치되는

것으로, 외환위기 당시 외국인의 선물거래가 선물 및 현물 시장의 규모 하락에 직

접적으로 큰 향을 주지 않았음을 보여주는 것이다.

V. 결 론

본 연구는 1997년말의 외환위기 당시 한국 주식시장이 경험한 규모 주가하락이

과연 외국인 투자자의 규모 매도세력 때문이었는가를 실증적으로 분석하 다. 주

로 주식 현물시장에 해서만 분석하고 있는 기존 연구들에서 한 걸음 더 나아가 본

연구에서는 외환위기 당시 선물시장에서의 외국인의 거래가 과연 현물시장에 어떠한

향을 주었는가를 체계적으로 분석하 다. 구체적으로 본 연구에서는 선물시장에서

투자자별 거래활동을 선물 가격공헌도로 측정하여 이를 현선물 수익률과 함께 회귀

분석 및 VAR 모형을 통해 분석하 다.

실증분석 결과, 외환위기 당시 선물시장의 하락에 가장 큰 기여를 한 것은 개인투

자자이며 외국인 투자자의 선물거래활동이 현물시장에 미친 향에 있어서는 외환위

기를 전후로 큰 변동이 없었다. 기관투자자에 의한 선물 가격공헌도는 외환위기 기간

에 오히려 감소하 으며, 선물 가격공헌도에 한 현물 수익률의 변동도 그다지 크게

증가하지 않은 것으로 분석되었다. 또한 외환위기 당시에 일반적인 예상과 달리 현선

물 시장이 그 이전 기간에 비해 오히려 더 긴 하게 통합된 하나의 시장을 형성하

으며, 선물시장의 효율성도 증가하 던 것으로 나타났다.

26 經 � , 37 卷 4

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28 經 � , 37 卷 4

Do Foreign Investors Destabilize Stock Markets ThroughFutures Trading During the Korean Crisis in 1997?

Bong-Chan Kho***Hee Kim***

ABSTRACT

This paper examines the impact of foreign investors’ futures trading on stock prices during

the Korean crisis in 1997. We first construct five-minute interval data on returns and trade

flows of the KOSPI200 index futures contracts traded at the KSE, and estimate a VAR model

to see whether foreign investors’ trade flows in futures markets caused the stock price to fall

sharply during the crisis. The result shows that foreign investors’ net sales in futures markets

had an insignificant impact on stock prices, and the impact was no larger than those of

domestic individuals and institutions.

As an alternative test, we compute five-minute price contributions of each type of investors

in futures markets, and estimate a VAR model where the futures price contribution by each

investor is allowed to interact with the KOSPI200 index stock and futures returns. The result

shows that the largest impact on both futures and stock markets during the crisis came from

domestic individual investors, and foreign investors’ selling pressure was well absorbed by

domestic investors.

Key Words: Foreign investors, Korean crisis, Index futures, Destabilize, Price contribution


*Associate Professor of Finance at Seoul National University**The Korea Development Bank

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외환위기전후의 KOSPI200 지수선물시장 투자자별영향분석*s-space.snu.ac.kr/bitstream/10371/43460/1/01고봉찬외... · 2019-04-29 · 외환위기전후의kospi200